滕莉莉 蘇 杭 覃瑩瑩

內(nèi)容提要：本文以2010-2019 年高新技術(shù)企業(yè)為樣本，建立面板門檻效應(yīng)模型，從股權(quán)融資率和產(chǎn)品市場競爭視角分析政府研發(fā)補貼與企業(yè)創(chuàng)新效率的非線性關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，政府研發(fā)補貼對高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率具有激勵效應(yīng)，該激勵作用在股權(quán)融資率與產(chǎn)品市場競爭方面存在門檻效應(yīng)，其中股權(quán)融資率與產(chǎn)品市場競爭的門檻值分別為0.8452 和-0.0346，當股權(quán)融資率高于門檻值、產(chǎn)品市場競爭水平小于門檻值時，政府研發(fā)補貼才能有效提高企業(yè)創(chuàng)新效率。此外，政府研發(fā)補貼對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和區(qū)域位置的企業(yè)創(chuàng)新效率的影響也存在差異，因此政府應(yīng)根據(jù)高新技術(shù)企業(yè)實際情況，有針對性地實施差異化的補貼與激勵政策。

一、引言

在當前國際環(huán)境下，創(chuàng)新已然成為國家經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的核心和關(guān)鍵。企業(yè)作為現(xiàn)代市場經(jīng)濟技術(shù)創(chuàng)新的微觀主體，為了保持競爭優(yōu)勢，必須具備充足的動力以開展創(chuàng)新活動，提高創(chuàng)新效率。高新技術(shù)代表未來技術(shù)發(fā)展的方向，能夠推動科學技術(shù)與生產(chǎn)力的飛速發(fā)展，在促進技術(shù)進步以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級方面發(fā)揮著關(guān)鍵性作用。高新技術(shù)企業(yè)是知識和技術(shù)密集型企業(yè)，當其突破了高難度創(chuàng)新技術(shù)，獲得的創(chuàng)新產(chǎn)出會提高自身乃至整個社會的經(jīng)濟效益。高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新過程時間長，需要投入大量的專用資金（Lundvall，1998），具有高風險性以及外部性等特征（Belloc，2012）。而產(chǎn)權(quán)保護制度存在漏洞，再加上創(chuàng)新技術(shù)具有溢出效應(yīng)，很容易被其他企業(yè)模仿復(fù)制（王剛剛等，2017），難以保持競爭優(yōu)勢，導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新積極性受阻，市場供給不足（李政等，2018）。此時就需要政府進行干預(yù)，對企業(yè)創(chuàng)新實施補貼，以緩解企業(yè)創(chuàng)新資金的不足。

為穩(wěn)定高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新活動資金鏈，政府往往通過稅收減免、政府補貼等政策，提高企業(yè)創(chuàng)新積極性，推動其獲得高質(zhì)量創(chuàng)新產(chǎn)出，助力社會經(jīng)濟發(fā)展（章元等，2018）。然而，由于信息不對稱和逆向選擇的存在，政府并不能有效甄別哪些企業(yè)獲得補貼后會增加創(chuàng)新投入，致使企業(yè)為了獲得更多的補貼進行尋租，創(chuàng)新效率并沒有提高（毛其淋、許家云，2015）。此外，從產(chǎn)業(yè)生命周期的視角研究發(fā)現(xiàn)，當企業(yè)處在產(chǎn)業(yè)成熟期獲得政府補助，創(chuàng)新能力會提高（童錦治等，2018）；而王文翌和安同良（2015）研究發(fā)現(xiàn)，初創(chuàng)期企業(yè)若獲得政府支持更有利于創(chuàng)新。因此，對于不同特征和發(fā)展階段的企業(yè)，政府研發(fā)補貼到底是促進還是抑制其創(chuàng)新效率，學術(shù)界爭議不斷，需要進行深入分析。

本文在相關(guān)文獻研究的基礎(chǔ)上，構(gòu)建面板門檻模型實證分析政府研發(fā)補貼對高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率影響的非線性特征?？赡艿呢暙I在于：首先，區(qū)別于以往文獻采用單一的創(chuàng)新投入或產(chǎn)出指標的做法，本文從效率視角出發(fā)，采用隨機前沿模型度量企業(yè)創(chuàng)新效率，研究政府補貼的效果。其次，不同于以往文獻側(cè)重于線性分析，本文采用門檻效應(yīng)回歸方法，檢驗政府研發(fā)補貼對企業(yè)創(chuàng)新效率的非線性影響。由于股權(quán)融資是高科技企業(yè)重要資金來源，同時高科技產(chǎn)品是否能夠經(jīng)受住市場競爭的考驗是企業(yè)的生存與發(fā)展的決定性因素，因此本文進一步從股權(quán)融資率和產(chǎn)品市場競爭水平兩個方面檢驗政府研發(fā)補貼對企業(yè)創(chuàng)新效率的非線性影響。第三，從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和地域差異分析政府研發(fā)補貼影響企業(yè)創(chuàng)新效率機制的門檻效應(yīng)，為政府完善創(chuàng)新補貼政策提供決策參考。

二、理論分析與研究假設(shè)

政府研發(fā)補貼對企業(yè)的創(chuàng)新效率的影響效果存在爭議。Kang and Park（2012）發(fā)現(xiàn)政府扶持能夠顯著促進生物技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率。后續(xù)研究發(fā)現(xiàn)，政府補貼能夠顯著提高短期創(chuàng)新產(chǎn)出（章元等2018），對創(chuàng)新效率有促進作用（秦修宏、黃國良，2020）；政府補貼能夠顯著提高創(chuàng)業(yè)板上市公司經(jīng)營績效（陳旭東、穆雪迎，2018）等。然而，Wallsten（2000）研究發(fā)現(xiàn)政府研發(fā)補助對企業(yè)研發(fā)資金存在“擠出效應(yīng)”，導(dǎo)致政府補助對企業(yè)的研發(fā)投入影響不顯著（Duguet，2003）。李禮和盧博科（2014）采用DEA 方法測算中國制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新效率后，發(fā)現(xiàn)政府補貼可以提升技術(shù)升級效率，但對技術(shù)研發(fā)效率具有負向作用；而民營企業(yè)會通過政治關(guān)聯(lián)獲得更多的政府補貼，在一定程度上削弱了政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用（楊筠、寧向東，2018）。

在以上分析的基礎(chǔ)上，有學者提出政府研發(fā)補貼對企業(yè)創(chuàng)新效率的激勵效應(yīng)并非線性關(guān)系。黃文娣和李遠（2022）通過對2008-2019 年廣東制造業(yè)上市企業(yè)數(shù)據(jù)的研究，發(fā)現(xiàn)政府補貼可以正向激勵制造業(yè)上市公司研發(fā)投入，政府補貼所起的激勵效應(yīng)呈非線性特征，并不是越多越好。任躍文（2019）選取2015-2017 年滬深A(yù) 股上市企業(yè)數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新效率的影響存在雙門檻效應(yīng)：當政府補貼未跨過第一個門檻時，政府補貼促進企業(yè)創(chuàng)新效率；當政府補貼位于第一個門檻與第二個門檻之間，政府補貼顯著抑制了企業(yè)創(chuàng)新效率；當政府補貼跨過第二個門檻時，政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新效率的抑制作用減弱。當前針對政府補貼對高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率的研究多從線性關(guān)系入手，而高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新需求高，面臨高失敗風險與不確定性。本文首先研究政府補貼對高新技術(shù)企業(yè)是否存在非線性影響，因此提出假設(shè)H1、H2：

H1：政府研發(fā)補貼對高新技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新效率激勵具有門檻效應(yīng)。

H2：政府研發(fā)補貼對高新技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新效率激勵不具有門檻效應(yīng)。

在證明政府研發(fā)補貼對企業(yè)創(chuàng)新效率有激勵作用后，研究者進一步深入分析哪些因素會影響這種激勵作用的程度。企業(yè)創(chuàng)新具有較高的風險性，普遍面臨融資約束（顧海峰、卞雨晨，2020），股權(quán)投資者愿意為企業(yè)創(chuàng)新提供資金（Bottazzi et al.，2001），且股權(quán)融資籌集資金分散風險效果好，無需還本付息，是公司持續(xù)發(fā)展的重要資金來源（馬妍妮等，2019）。李真等（2020）研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)融資率較低時，會使得企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動面臨資金短缺，無法進行持續(xù)性研發(fā)的問題。而股權(quán)融資率高的企業(yè)擁有充足的資金，能夠顯著促進研發(fā)投入（李匯東等，2013）?？梢?，股權(quán)融資率較低不利于發(fā)揮政府研發(fā)補貼對創(chuàng)新的激勵作用。

當前對產(chǎn)品市場競爭與企業(yè)創(chuàng)新兩者之間關(guān)系的研究結(jié)論主要分為正相關(guān)、負相關(guān)以及倒U 形。第一，基于阿羅模型。Arrow（1971）認為產(chǎn)品市場競爭激烈會引起企業(yè)經(jīng)營者的危機意識，為了企業(yè)的長遠發(fā)展，經(jīng)營者研發(fā)創(chuàng)新的主動性會更強烈，產(chǎn)品市場競爭可以通過影響利潤有效推動企業(yè)創(chuàng)新（王秋紅、陳麗，2017）。第二，基于熊彼特效應(yīng)。當產(chǎn)品市場競爭極其激烈時，創(chuàng)新產(chǎn)品潛在收益可能會低于研發(fā)投入，激烈的產(chǎn)品市場競爭不利于企業(yè)創(chuàng)新（Schumpeter，1942）?？抵居碌龋?018）通過大樣本研究2001-2007 年間中國制造業(yè)企業(yè)，發(fā)現(xiàn)高新技術(shù)企業(yè)在面對激烈的產(chǎn)品市場競爭時，政府補貼對研發(fā)的抑制作用比較顯著。第三，Aghion 等（2014）認為在適度的區(qū)間內(nèi)，產(chǎn)品市場競爭會提高經(jīng)營者的創(chuàng)新意識，加大企業(yè)創(chuàng)新投入；當產(chǎn)品市場競爭程度超過臨界值后，過度的市場競爭無法保障新產(chǎn)品的利潤，市場競爭對技術(shù)創(chuàng)新起反向作用，兩者呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系（孫菁、李琳，2018）。

基于以上分析，提出假設(shè)H3、H4：

H3：當股權(quán)融資率低于門檻值時，政府研發(fā)補貼抑制高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率；當股權(quán)融資率高于門檻值時，政府研發(fā)補貼促進高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率。

H4：當產(chǎn)品市場競爭水平較低時，政府研發(fā)補貼抑制高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率；當產(chǎn)品市場競爭水平較高時，政府研發(fā)補貼促進高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率。

在既往研究中，人們普遍關(guān)注產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異導(dǎo)致股權(quán)融資率和產(chǎn)品市場競爭對高新技術(shù)企業(yè)影響的不同效果。不同的區(qū)域所擁有的資源以及實施的政策不同，對企業(yè)創(chuàng)新行為也會產(chǎn)生影響。由此，本文將進一步研究股權(quán)融資率和產(chǎn)品市場競爭水平在不同所有制和區(qū)域差異的作用機制下，對政府研發(fā)補貼影響高新技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新效率的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

三、數(shù)據(jù)說明與模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)說明

本文使用高新技術(shù)上市企業(yè)作為研究樣本，因國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）2010 年以后的數(shù)據(jù)披露較完整，因此構(gòu)建了2010-2019 年關(guān)于政府研發(fā)補貼與企業(yè)創(chuàng)新效率的強平衡面板數(shù)據(jù)。研發(fā)人員數(shù)據(jù)來源于CSMAR 及公司年報，其他變量數(shù)據(jù)來源于Wind 數(shù)據(jù)庫。為了使樣本更具有代表性，本文對數(shù)據(jù)進行了初步處理：刪除主要變量以及控制變量有缺失值的樣本數(shù)據(jù)、在1%水平上對連續(xù)型變量進行縮尾處理，之后得到651 家企業(yè)樣本，共6510 個觀測值。

（二）主要變量說明

1.被解釋變量

企業(yè)創(chuàng)新效率（Effcy），采用隨機前沿模型測算。借鑒Battese 和Coelli（1992）的方法，采用隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型測度企業(yè)創(chuàng)新效率，投入指標采用研發(fā)費用投入（RDE）和研發(fā)人員投入（RDP）。隨機前沿分析（SFA）是利用隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)進行效率估計的一種參數(shù)方法（Aigner et al.，1977），與非參數(shù)方法相比，考慮到了隨機因素對于產(chǎn)出的影響。設(shè)定SFA 測量模型（1）：

其中，i 為企業(yè)個體，代表我國高新技術(shù)企業(yè)；t 為時間；專利申請量（PAT）為企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出指標。因?qū)＠暾垟?shù)不僅比專利授權(quán)數(shù)更及時反映企業(yè)當年的創(chuàng)新績效（柳卸林、楊博旭，2020），且能夠反映技術(shù)創(chuàng)新的中間知識產(chǎn)出以及技術(shù)投入轉(zhuǎn)化水平（詹宇波等，2010）。研發(fā)經(jīng)費投入（RDE）、研發(fā)人員投入（RDP）為投入指標。α1、α2分別為相應(yīng)投入要素的創(chuàng)新產(chǎn)出彈性，隨機擾動項εit由隨機干擾項Vit和技術(shù)非效率影響項Uit組成。本文使用Frontier4.1 軟件，計算出每個樣本企業(yè)在樣本期不同年份的創(chuàng)新效率值，將其作為被解釋變量。

2.解釋變量

政府研發(fā)補貼（Sub）。本文將政府補貼明細數(shù)據(jù)中含有“技術(shù)”“研發(fā)”“研究”“創(chuàng)新”等關(guān)鍵詞的補貼項目視作研發(fā)補貼（陳紅等，2018），最終加總得到各公司當年所有的研發(fā)補貼，除以總資產(chǎn)得到政府研發(fā)補貼（Sub）（孔東民等，2013）。

3.門檻變量

股權(quán)融資率（Equity）：參考潘孝珍和樓夢佳（2021）的做法，由實收資本與資本公積之和除以總資產(chǎn)。

產(chǎn)品市場競爭（Len）：采用經(jīng)產(chǎn)業(yè)調(diào)整后的勒納指數(shù)（企業(yè)的營業(yè)利潤率減去所在行業(yè)營業(yè)利潤率均值）衡量，具體計算公式如模型（2）所示：

其中：OI 為營業(yè)收入；OC 為營業(yè)成本；i 為企業(yè)個體；n 為企業(yè)數(shù)。Len 值越小，表明企業(yè)與同一行業(yè)其他企業(yè)有較大的業(yè)務(wù)相似性，面臨的競爭就越激烈；反之，Len 值越大，業(yè)務(wù)相似性就越小，面臨的競爭也越小。

4.控制變量

參考任躍文（2019）選取管理效率（Mana）、財務(wù)杠桿（Lev）、企業(yè)規(guī)模（Asset）、資本密集度（Cap）、第一大股東持股比例（Top1）、營業(yè)利潤率（Profit）、現(xiàn)金資產(chǎn)比率（Cash）。

上述變量的含義和計算方法如表1 所示。

表1 變量定義

續(xù)表

（三）模型設(shè)定

為了驗證政府研發(fā)補貼與企業(yè)創(chuàng)新效率之間的內(nèi)在關(guān)系，本文構(gòu)建企業(yè)創(chuàng)新效率測量模型（3）：

考慮到創(chuàng)新效率是一個動態(tài)調(diào)整的過程，可能會受到股權(quán)融資率、產(chǎn)品市場競爭的影響，為防止模型出現(xiàn)偏誤，將股權(quán)融資率、產(chǎn)品市場競爭作為門檻變量，參照Hansen（1999）的做法，設(shè)定面板門檻模型（4）和（5）：

式（4）和式（5）中：i、t 分別表示企業(yè)個體和時間，μi和σt分別代表個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)。I（·）為指示函數(shù)，若取1 表示括號內(nèi)門檻變量滿足條件；若取0 表示括號內(nèi)門檻變量不滿足條件。

四、實證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計

表2 列示了描述性統(tǒng)計結(jié)果。在樣本期間，651 個樣本企業(yè)創(chuàng)新效率的平均值為0.1950，創(chuàng)新效率的波動幅度為0.1950；樣本企業(yè)平均獲得的研發(fā)補貼占總資產(chǎn)之比為0.0010，標準差為0.0020，最大值為0.0130，最小值為0。此外，股權(quán)融資率、產(chǎn)品市場競爭程度數(shù)據(jù)波動幅度較大（標準差分別為0.1960、0.2110）。

表2 描述性統(tǒng)計

續(xù)表

（二）企業(yè)創(chuàng)新效率測度

根據(jù)模型（1）采用隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型測度企業(yè)創(chuàng)新效率，模型參數(shù)估計如表3 所示。從表3 可知，gamma 值大于0.5，說明實際產(chǎn)出的誤差主要是因為技術(shù)無效率的存在，用隨機前沿方法進行測度是合理的。LR 統(tǒng)計量在1%水平上顯著，說明模型擬合度較好，創(chuàng)新效率數(shù)據(jù)有效。投入指標研發(fā)費用估計系數(shù)為0.1510，研發(fā)人員系數(shù)為0.1061，均在1%水平上顯著檢驗。研發(fā)費用和研發(fā)人員投入每增加1%，企業(yè)創(chuàng)新效率分別提高0.151%和0.1061%，表明通過增加研發(fā)費用、研發(fā)人員的投入能夠顯著提高企業(yè)創(chuàng)新效率。

表3 企業(yè)創(chuàng)新效率測度結(jié)果

（三）基準回歸

模型（3）的回歸結(jié)果如表6 所示，在回歸中控制了時間、企業(yè)固定效應(yīng)，進行了企業(yè)層面的聚類處理。列1 所示表明，在控制了可能影響創(chuàng)新效率的公司層面的因素后，政府研發(fā)補貼顯著為正，系數(shù)估計值為10.5010，說明政府研發(fā)補貼每增加1%，高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率提高10.5%。考慮到政府研發(fā)補貼具有滯后性，對其進行滯后一期，列2 所示回歸結(jié)果仍顯著為正，政府研發(fā)補貼依然能夠促進高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率的提高。

（四）面板門檻模型回歸

上述基準回歸結(jié)果表明，政府研發(fā)補貼對企業(yè)創(chuàng)新效率具有顯著影響。那么政府研發(fā)補貼對企業(yè)創(chuàng)新效率的影響是否存在門檻特征？對此，本文繼續(xù)對模型（4）和（5）進行分析。

1.門檻效應(yīng)檢驗

本文進行面板門檻估計，采用500 次Bootstrap 抽樣方法檢驗股權(quán)融資率、產(chǎn)品市場競爭對高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率是否存在門檻效應(yīng)，并分析門檻效應(yīng)結(jié)果。如表4 所示，股權(quán)融資率和產(chǎn)品市場競爭僅在單重門檻模型檢驗時分別在1%和5%水平上顯著，因此模型（4）和模型（5）均采用單重門檻模型進行分析?；谝陨辖Y(jié)果，假設(shè)H1 結(jié)論成立。

表4 門檻效應(yīng)Bootstrap 抽樣檢驗

2.門檻值估計

在確認存在門檻效應(yīng)的情況下，進一步確定門檻估計值和置信區(qū)間。如表5 所示，可知樣本區(qū)間內(nèi)Equity 門檻估計值的百分數(shù)為84.52%，其95%置信區(qū)間為［0.8064，0.8604］；Len 門檻估計值的百分數(shù)為-3.46%，其95%的置信區(qū)間為［-0.0541，-0.0317］。

表5 門檻估計值檢驗

3.門檻模型估計結(jié)果分析

股權(quán)融資率為單重門檻模型的估計結(jié)果如表6 所示，列3 表明股權(quán)融資率對高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率的影響存在顯著的單重門檻效應(yīng)。當股權(quán)融資率小于等于0.8452，即未跨過門檻值時，政府研發(fā)補貼的系數(shù)為-1.0190，在1%的水平上顯著，說明政府研發(fā)補貼抑制了高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率的提升；當股權(quán)融資率大于門檻值0.8452 時，政府補貼系數(shù)為3.6400，通過了1%顯著性水平檢驗，說明政府研發(fā)補貼能顯著促進高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率提高。由此可知，當股權(quán)融資率達到一定比例后，政府研發(fā)補貼才會促進高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率，假設(shè)H3 得到了驗證。究其原因，可能是當股權(quán)融資率低于門檻值時，研發(fā)投入所需金額不足，并且管理層對公司決策有較大的影響，為保持經(jīng)營穩(wěn)定，管理層不愿冒險投資研發(fā)創(chuàng)新活動，對創(chuàng)新效率有著抑制作用。但是，當股權(quán)融資率超過門檻值后，股東為保障追求長期利益，更愿意促進高新技術(shù)企業(yè)開展研發(fā)創(chuàng)新，以此保持高新技術(shù)企業(yè)競爭優(yōu)勢，從而享受到高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新成果帶來的經(jīng)濟效益，此時政府研發(fā)補貼的投入加快了高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新進程，提升創(chuàng)新效率。該結(jié)果表明，當高新技術(shù)企業(yè)股權(quán)融資率處于不同的門檻區(qū)間時，政府研發(fā)補貼與高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率呈現(xiàn)的影響不同。

表6 列4 是以產(chǎn)品市場競爭作為單重門檻變量的估計結(jié)果。產(chǎn)品市場競爭由勒納指數(shù)表示，勒納指數(shù)越小表明產(chǎn)品市場競爭越激烈。當產(chǎn)品市場競爭小于等于門檻值-0.0346 時，政府研發(fā)補貼的系數(shù)為1.2210，通過了1%顯著性水平檢驗，表明產(chǎn)品市場競爭較激烈時，政府研發(fā)補貼與高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率之間存在顯著的促進作用。當產(chǎn)品市場競爭大于-0.0346，政府研發(fā)補貼在1%水平上顯著，系數(shù)為-1.0120，表明產(chǎn)品市場競爭水平較低時，政府研發(fā)補貼抑制了高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率的提升，從而驗證假設(shè)H4。究其原因，可能是產(chǎn)品市場競爭小于門檻值時，代表高新技術(shù)企業(yè)之間的競爭越激烈，在這樣的環(huán)境下高新技術(shù)企業(yè)只有通過創(chuàng)新，才能保持競爭力，不會輕易被市場淘汰，因此政府研發(fā)補貼的投入對競爭激烈的高新技術(shù)企業(yè)而言是“及時雨”。反之，產(chǎn)品市場競爭大于其門檻值則代表高新技術(shù)企業(yè)之間競爭小，高新技術(shù)企業(yè)在該環(huán)境下會產(chǎn)生惰性，創(chuàng)新意愿較弱，即使獲得政府補貼投入也無法消除高新技術(shù)企業(yè)惰性，可能還會將補貼資金用于非創(chuàng)新活動中，不利于創(chuàng)新效率的提升。

表6 面板回歸結(jié)果

續(xù)表

五、異質(zhì)性分析

（一）基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的分組研究

企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)決定治理結(jié)構(gòu)，影響企業(yè)創(chuàng)新效率。因此，本文將樣本劃分為國有和非國有性質(zhì)（民營、外企及其他）的高新技術(shù)企業(yè)，基礎(chǔ)面板模型回歸結(jié)果如表7 所示。政府研發(fā)補貼對國有企業(yè)和非國有企業(yè)創(chuàng)新效率均存在1%水平上顯著的正向影響。但就系數(shù)來看，政府研發(fā)補貼對國有性質(zhì)的高新技術(shù)創(chuàng)新效率的促進作用較高，解釋變量滯后一期結(jié)果顯示與當期一致。

表7 產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性基礎(chǔ)模型回歸結(jié)果

進一步研究國有企業(yè)和非國有企業(yè)中政府研發(fā)補貼對企業(yè)創(chuàng)新效率的門檻模型回歸結(jié)果，如表8 所示。列（1）以及列（3）展示了股權(quán)融資率對國有和非國有性質(zhì)高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率的單重門檻效應(yīng)結(jié)果。列（1）中，當國有性質(zhì)高新技術(shù)企業(yè)股權(quán)融資率小于等于門檻值0.7962 時，政府研發(fā)補貼對創(chuàng)新效率的影響不顯著；當股權(quán)融資率大于門檻值后，政府研發(fā)補貼系數(shù)為5.2310，通過了1%顯著性水平檢驗，說明政府研發(fā)補貼顯著提高國有性質(zhì)高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率。原因可能是在較低的股權(quán)融資率下，由于國有性質(zhì)企業(yè)本身資金充足且得到政府長期支持，因此政府研發(fā)補貼的投入對其開展研發(fā)項目的影響并不明顯，對創(chuàng)新效率無明顯的促進作用。

表8 產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性門檻回歸結(jié)果

列（3）表明，對于非國有性質(zhì)高新技術(shù)企業(yè)來說，當股權(quán)融資率小于等于門檻值0.7630 時，政府研發(fā)補貼的系數(shù)為-1.7570，通過了1%顯著性水平檢驗，表明政府研發(fā)補貼顯著抑制其創(chuàng)新效率；而當非國有企業(yè)股權(quán)融資率大于門檻值0.7630 時，政府研發(fā)補貼系數(shù)為1.7750，在1%水平上顯著，說明政府研發(fā)補貼顯著促進非國有性質(zhì)高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率。原因可能是非國有性質(zhì)企業(yè)本身沒有足夠的資金支持，股權(quán)融資率較低的情況下企業(yè)經(jīng)營資金緊缺問題更嚴重，此時獲得政府研發(fā)補貼后，非國有性質(zhì)高新技術(shù)企業(yè)經(jīng)營者拿去彌補原有資金空洞，擠占了創(chuàng)新項目資金，導(dǎo)致創(chuàng)新項目停滯甚至棄置，不利于研發(fā)產(chǎn)出，從而對創(chuàng)新效率產(chǎn)生抑制作用。

在股權(quán)融資率達到特定水平的條件下，政府研發(fā)補貼進來后，國有和非國有性質(zhì)高新技術(shù)企業(yè)股東均積極關(guān)注企業(yè)的長遠利益，鼓勵企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)，且對國有性質(zhì)高新技術(shù)企業(yè)的促進作用更高。原因可能是國有性質(zhì)高新技術(shù)企業(yè)和政府關(guān)聯(lián)緊密，所以更易獲得政府補貼（孔東民等，2013），從而給市場傳遞國有性質(zhì)高新技術(shù)企業(yè)的利好信號，進而能拓寬國有性質(zhì)高新技術(shù)企業(yè)的外部融資渠道。而非國有性質(zhì)高新技術(shù)企業(yè)在融資能力等方面處于劣勢，其管理者不受太多制約，且非國有性質(zhì)高新技術(shù)企業(yè)可獲得的政府補助相對較少，資金預(yù)算緊縮將難以維持資金鏈的穩(wěn)定，進而會延誤研發(fā)項目進行。所以非國有性質(zhì)高新技術(shù)企業(yè)面臨相對嚴峻的融資約束，會較缺乏創(chuàng)新動力與信心，政府研發(fā)補貼對其創(chuàng)新效率的促進作用相對弱于國有性質(zhì)高新技術(shù)企業(yè)。

表8 列（2）和列（4）展示了產(chǎn)品市場競爭對國有和非國有性質(zhì)的高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率的單重門檻效應(yīng)結(jié)果。列（2）中當產(chǎn)品市場競爭小于等于門檻值0.0565，產(chǎn)品市場競爭較為激烈，此時政府研發(fā)補貼的系數(shù)為-1.0790，通過了1%顯著性水平檢驗，表明了政府研發(fā)補貼顯著抑制國有性質(zhì)的高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率；當產(chǎn)品市場競爭大于門檻值，產(chǎn)品市場競爭水平較低，政府研發(fā)補貼的影響系數(shù)為1.4510，在1%的水平上正顯著，表明政府研發(fā)補貼顯著促進國有性質(zhì)的高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率。原因可能是在較低的產(chǎn)品市場競爭水平下，國有性質(zhì)高新技術(shù)企業(yè)面臨的壓力較小，這時政府研發(fā)補貼的投入會在一定程度上激發(fā)創(chuàng)新積極性，加大研發(fā)投入，提高創(chuàng)新效率。當產(chǎn)品市場競爭達到一定水平之后，高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新壓力變大，即便得到政府補貼，國有性質(zhì)高新技術(shù)企業(yè)也不愿意冒險，創(chuàng)新效率被抑制。

表8 列（4）中對于非國有性質(zhì)的高新技術(shù)企業(yè)而言，當產(chǎn)品市場競爭小于等于門檻值-0.0139，政府研發(fā)補貼的系數(shù)為1.2230，通過了1%顯著性水平檢驗，表明政府研發(fā)補貼顯著促進其創(chuàng)新效率；當產(chǎn)品市場競爭大于門檻值，政府研發(fā)補貼的影響系數(shù)為-1.7520，在1%的水平上顯著。原因可能是在較低的產(chǎn)品市場競爭水平下，非國有性質(zhì)高新技術(shù)企業(yè)缺乏競爭意識，可能將政府研發(fā)補貼用于其他項目支出，創(chuàng)新項目被擱置。

（二）基于企業(yè)所處區(qū)域的分組研究

根據(jù)企業(yè)所處區(qū)域?qū)颖緞澐譃闁|部和中西部地區(qū)高新技術(shù)企業(yè)，基礎(chǔ)面板模型回歸結(jié)果如表9 所示。政府研發(fā)補貼對東部地區(qū)和中西部地區(qū)高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率系數(shù)，均通過了1%顯著性水平檢驗。解釋變量滯后一期表現(xiàn)均與當期一致，但就系數(shù)來看，政府研發(fā)補貼的投入對中西部地區(qū)高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率提高作用更大。

表9 區(qū)域異質(zhì)性基礎(chǔ)模型回歸結(jié)果

在東部和中西部地區(qū)高新技術(shù)企業(yè)樣本中，政府研發(fā)補貼對高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率的門檻模型回歸結(jié)果如表10 所示，股權(quán)融資率與產(chǎn)品市場競爭對東部地區(qū)企業(yè)和中西部地區(qū)高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率的影響均存在顯著單重門檻效應(yīng)。列（1）和列（3）結(jié)果顯示，在東部和中西部地區(qū)，當股權(quán)融資率分別小于等于門檻值0.8614 和0.7383 時，政府研發(fā)補貼會顯著抑制高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率，當股權(quán)融資率大于門檻值時，政府研發(fā)補貼與高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率之間存在顯著的促進作用。

原因可能當股權(quán)融資率較低的條件下，高新技術(shù)企業(yè)的資金運轉(zhuǎn)較為困難，當政府研發(fā)補貼進來后，高新技術(shù)企業(yè)經(jīng)營者會優(yōu)先彌補經(jīng)營資金的空缺部分，而不會考慮高風險創(chuàng)新項目研發(fā)，從而抑制創(chuàng)新效率的提高。同時由于東部地區(qū)比中西部地區(qū)更容易進行融資，東部地區(qū)的高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率受到的抑制較小。在股權(quán)融資率較高的條件下，高新技術(shù)企業(yè)經(jīng)營資金緊缺得到緩解，更注重提高企業(yè)的長期競爭優(yōu)勢，此時企業(yè)會將政府研發(fā)補貼用于加大創(chuàng)新投入，有效提高創(chuàng)新率，而由于東部地區(qū)資金投入更多，因此促進作用更為明顯。

表10 列（2）和列（4）列示了產(chǎn)品市場競爭對東部地區(qū)和中西部地區(qū)高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率的單重門檻效應(yīng)。列（2）和列（4）結(jié)果顯示，當東部地區(qū)和中西部地區(qū)高新技術(shù)企業(yè)的產(chǎn)品市場競爭小于等于門檻值-0.1992 和-0.2283，政府研發(fā)補貼會顯著促進高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率；當產(chǎn)品市場競爭大于門檻值，政府研發(fā)補貼抑制了高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率的提升，同時中西部地區(qū)受到的影響比東部地區(qū)更大。

表10 區(qū)域異質(zhì)性門檻回歸結(jié)果

這可能因為東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平高，創(chuàng)新能力強，專利產(chǎn)出多，而中西部地區(qū)的資源以及發(fā)展動力不足，在產(chǎn)品市場競爭水平較激烈的情況下，政府研發(fā)補貼進入會極大地激發(fā)中西部地區(qū)的高新技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新積極性，推動其創(chuàng)新效率的提高，以此保持競爭優(yōu)勢；在產(chǎn)品市場競爭水平較低的情況下，企業(yè)生存壓力較小創(chuàng)新動力不足，從而影響研發(fā)補貼的效果。

六、穩(wěn)健性檢驗

（一）工具變量法

企業(yè)得到的資金補貼主要來自地方政府，且同一地區(qū)企業(yè)可以獲得的政府補貼高度重合。從相關(guān)性方面考慮，省內(nèi)某特定企業(yè)得到的政府研發(fā)補貼與同省其他企業(yè)接受的平均研發(fā)補貼具有相關(guān)性，而省內(nèi)其他企業(yè)得到的研發(fā)補貼數(shù)量與該特定企業(yè)的生產(chǎn)行為無直接關(guān)系。為了排除本文內(nèi)生性問題，重新估計其研究結(jié)果，借鑒黃桂田等（2022）的方法，本文選用企業(yè)所屬省份其他企業(yè)所得到的平均補貼值作為該企業(yè)獲得的政府補貼的工具變量，具體計算方法如下所示：

Ed用于表示某特定年份某特定地區(qū)d 企業(yè)的補貼值，n 用于表示某特定年份某特定地區(qū)的企業(yè)數(shù)量。如表11 所示，使用2SLS 進行回歸。列（1）為第一階段的回歸結(jié)果，Kleibergen-Paap rk LM 統(tǒng)計量為141.79，在1%顯著水平上拒絕了工具變量識別不足的原假設(shè)，Cragg-Donald Wald F 統(tǒng)計量為144.7470，拒絕了為弱工具變量的假設(shè)。列（2）為2sls 第二階段回歸結(jié)果，政府研發(fā)補貼的系數(shù)估計值為23.95，在1%水平上顯著，實證結(jié)果與主回歸結(jié)果一致。

（二）滯后變量

為進一步解決內(nèi)生性問題，本文將自變量和控制變量通過滯后一期和兩期對因變量進行回歸。結(jié)果如表11 所示，列（3）和列（4）結(jié)果顯示，自變量和控制變量滯后一期和滯后二期后，政府研發(fā)補貼仍然在1%水平上顯著促進高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率，結(jié)論與主回歸一致。

表11 內(nèi)生性檢驗

（三）減少樣本量

由于2010 年尚處于金融危機時期，本文將2010 年度的區(qū)間樣本刪除。穩(wěn)健性基準回歸結(jié)果如表12 所示，列（1）和列（2）結(jié)果表明政府研發(fā)補貼對高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率有顯著正向效應(yīng)，政府研發(fā)補貼的滯后一期，回歸結(jié)果仍然成立，與主回歸結(jié)果一致。進一步驗證門檻回歸結(jié)果，如表13列（1）所示，當股權(quán)融資率大于門檻值時，政府研發(fā)補貼與高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率之間存在顯著的正向促進作用；如表13 列（2）所示，當產(chǎn)品市場競爭大于門檻值時，政府研發(fā)補貼抑制了高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率，與上文結(jié)果一致。

表12 穩(wěn)健性檢驗

（四）替換被解釋變量

本文將專利授權(quán)數(shù)替換專利申請數(shù)來測算創(chuàng)新效率進行穩(wěn)健性檢驗。基準回歸結(jié)果如表13 所示，列（3）和列（4）回歸結(jié)果在1%水平上顯著，且與主回歸結(jié)果一致。進一步驗證門檻回歸結(jié)果，如表13 列（3）所示，當股權(quán)融資率大于門檻值時，政府研發(fā)補貼與高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率之間存在顯著的正向促進作用；如表13 列（4）所示，當產(chǎn)品市場競爭大于門檻值時，政府研發(fā)補貼抑制了高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率，與上文結(jié)果一致。

表13 穩(wěn)健性檢驗-門檻回歸

七、結(jié)論及建議

（一）主要結(jié)論

本文以2010-2019 年高新技術(shù)上市企業(yè)的數(shù)據(jù)為樣本，探討政府研發(fā)補貼對其創(chuàng)新效率的影響，并從股權(quán)融資率和產(chǎn)品市場競爭的角度進行門檻效應(yīng)分析。通過理論分析與實證檢驗，本文得出以下結(jié)論：（1）政府研發(fā)補貼的激勵作用存在顯著的股權(quán)融資率與產(chǎn)品市場競爭的單重門檻效應(yīng)。隨著股權(quán)融資率提高和產(chǎn)品市場競爭激烈，高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率顯著上升。（2）從不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的高新技術(shù)企業(yè)看，首先，非國有高新技術(shù)企業(yè)在股權(quán)融資率小于門檻值時，政府研發(fā)補貼對企業(yè)創(chuàng)新效率有顯著的抑制作用。當股權(quán)融資率大于門檻值時，政府研發(fā)補貼對企業(yè)創(chuàng)新效率有促進作用，而國有企業(yè)受到的促進作用更大。其次，國有高新技術(shù)企業(yè)在產(chǎn)品市場競爭激烈的環(huán)境下，政府研發(fā)補貼會顯著抑制其創(chuàng)新效率。當產(chǎn)品市場競爭大于門檻值，即競爭程度低時，政府研發(fā)補貼促進國有高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率的提升。相反，非國有高新技術(shù)企業(yè)在產(chǎn)品市場競爭激烈的環(huán)境下，政府研發(fā)補貼會顯著促進其創(chuàng)新效率。當產(chǎn)品市場競爭程度低時，政府研發(fā)補貼抑制非國有高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率的提升。（3）從不同區(qū)域的高新技術(shù)企業(yè)看，首先，東部企業(yè)在股權(quán)融資率小于門檻值時，政府研發(fā)補貼對企業(yè)創(chuàng)新效率抑制更小。當股權(quán)融資率大于門檻值時，政府研發(fā)補貼對東部地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新效率促進更顯著。其次，東部地區(qū)和中西部地區(qū)高新技術(shù)企業(yè)在產(chǎn)品市場競爭激烈的環(huán)境下，政府研發(fā)補貼會顯著促進高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率，在中西部地區(qū)，這一效果更明顯；當產(chǎn)品市場競爭大于門檻值，即競爭程度低時，政府研發(fā)補貼抑制了高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率的提升，而中西部地區(qū)受到的影響比東部地區(qū)更大。經(jīng)過穩(wěn)健性和內(nèi)生性分析，結(jié)果依然有效。

（二）相關(guān)建議

第一，政府應(yīng)繼續(xù)加大重視補貼對高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率的激勵作用，緩解融資約束，激發(fā)創(chuàng)新積極性，提高創(chuàng)新能力以及效率。政府不能一味地補貼高新技術(shù)企業(yè)，要綜合判斷企業(yè)自身的股權(quán)融資率、產(chǎn)品市場競爭水平，引導(dǎo)技術(shù)向更高層次發(fā)展。結(jié)合面板門檻模型的結(jié)果來看，政府在篩選資助對象時，可優(yōu)先考慮高股權(quán)融資率以及產(chǎn)品市場競爭激烈的企業(yè)，提高補貼資金使用效率和政策實施效果。

第二，高新技術(shù)企業(yè)面臨融資約束問題時，創(chuàng)新能力會被抑制，政府應(yīng)該幫助企業(yè)走出股權(quán)融資不足的困境。企業(yè)不再面臨資金不足的問題時，政府研發(fā)補貼會促進企業(yè)創(chuàng)新效率的提升。政府應(yīng)引導(dǎo)國有性質(zhì)的高新技術(shù)企業(yè)有效利用資源，最大限度地將政府補貼投入創(chuàng)新活動中。

第三，東部地區(qū)的企業(yè)在股權(quán)融資率達到門檻值后，政府研發(fā)補貼對創(chuàng)新效率促進作用更強，政府應(yīng)全面考察企業(yè)的財務(wù)狀況和實際需求等多方面因素，對企業(yè)補貼項目制定相應(yīng)的考核機制，落實創(chuàng)新補貼的用途，讓東部企業(yè)更好發(fā)揮其優(yōu)勢。同時，因為在產(chǎn)品市場競爭激烈時，在中西部地區(qū)政府研發(fā)補貼對高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率促進作用更明顯，政府應(yīng)提高中西部地區(qū)的市場化水平和法治環(huán)境、完善競爭機制，有針對性的考察補貼對象、及時調(diào)整補貼金額，強化政府補貼對企業(yè)的激勵效應(yīng)與市場競爭效應(yīng)，促進中西部地區(qū)企業(yè)的發(fā)展。